Bài soạn TÍNH BẤT ĐỊNH VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

CHƯƠNG 1
GIỚI THIỆU TỔNG QUAN BÀI NGHIÊN CỨU
1. Lý do thực hiện nghiên cứu:
UIRP là một là một trong những lý thuyết quan trọng của hầu hết các mô hình kinh tế
vĩ mô quốc tế, Tuy nhiên một thực tế nổi tiếng trong tài chính quốc tế là ngang giá lãi
suất không phòng ngừa (UIRP) không được chứng minh bởi các dữ liệu thực nghiệm
đặc biệt là trong ngắn hạn. Một sự khó hiểu khác về UIRP trong nghiên cứu thực
nghiệm là các hệ số không những không thể dự đoán bằng các lý thuyết, mà chúng
còn không ổn định theo thời gian. Xuất phát từ vấn đề hạn chế trong các nghiên cứu
thực nghiệm nhằm chứng minh sự tồn tại của UIRP cũng như đưa ra được một lời giải
thích hợp lý nhất cho sự lệch khỏi UIRP. Bài viết này cung cấp một lời giải thích cho
cả hai câu đố về UIRP bằng cách lập luận rằng tính bất định là một trong những lý do
giải thích cho sự thiếu chính xác trong thực nghiệm của UIRP đặc biệt là trong ngắn
hạn
2. Mục tiêu nghiên cứu:
Bài báo đi sâu vào việc nghiên cứu thực nghiệm “Ngang giá lãi suất không phòng
ngừa” tại các nước công nghiệp hóa và xem xét năm cặp tiền tệ, trong điều kiện có
xem xét đến yếu tố “tính bất định của tỷ giá hối đoái”, nhằm trả lời các câu hỏi sau:
 UIRP không thể tồn tại trong thực nghiệm, đặc biệt là trong ngắn hạn. Nhưng
điều này thực sự đúng hay không?
 Tính bất định liệu có thể giải thích cho sự lệch khỏi UIRP hay không?
3. Đối tượng nghiên cứu:
Bài báo thu thập dữ liệu hàng tháng kéo dài từ tháng 11/1993 đến tháng 1/2015 thông
qua Datastream về:
 Tỷ giá hối đoái (xem xét 5 cặp tiền tệ: đồng Franc Thụy Sĩ, đồng đô la Canada,
bảng Anh, đồng yên Nhật và đồng Euro so với đồng đô la Mỹ) - Dữ liệu được
thu thập từ WM / Reuters

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 1


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

 Lãi suất cho vay liên ngân hàng châu Âu (Euro LIBOR) kỳ hạn ba tháng, lãi
suất của riêng 5 Quốc gia và Hoa Kỳ. - Dữ liệu được thu thập từ Financial
Times.
 Các thước đo tính bất định. ( bắt đầu vào tháng 11/1993 và kết thúc vào tháng
1/2015 cho tất cả các loại tiền ngoại trừ Euro - bắt đầu vào tháng 7/2001).
 Ngoài ra còn một số dữ liệu về tỷ giá và lãi suất của những quốc gia bổ sung
(Thông tin chi tiết được mô tả trong Table 1).
4. Phương pháp nghiên cứu:
Để thực hiện nghiên cứu, bài báo sử dụng phương pháp tiếp cận ngang giá lãi suất
không phòng ngừa thông qua việc xem xét tính bất định của tỷ giá hối đoái.
 Sử dụng phương pháp dự báo khảo sát đồng thuận (Consensus survey
forecasts) nhằm đo lường tính bất định của báo tỷ giá hối đoái. Phương pháp
này có điểm đặc biệt thuận lợi là dựa trên khảo sát và kết hợp kịp thời một
lượng lớn thông tin và không phụ thuộc vào một mô hình dự báo cụ thể nào. Để
mở rộng mẫu của các quốc gia nghiên cứu, Bài báo xây dựng chỉ số bất định
của tỷ giá dựa trên phương pháp bước đi ngẫu nhiên.
 Sử dụng mô hình hồi quy OLS nhằm ước lượng các tham số của UIRP trong
mẫu nghiên cứu đồng thời sử dụng chỉ số bất định tỷ giá hối đoái đã được xây
dựng như là một biến giả trong mô hình hồi quy OLS. Sau đó những kết quả từ
mô hình hồi quy sẽ được kiểm định thống kê thông qua việc sử dụng các nhóm
thử nghiệm QLR, Exp-W, Nyblom.
5. Đóng góp của bài nghiên cứu

Đóng góp chính:
 Đây là bài báo đầu tiên đề xuất một thước đo mới về tính bất định của tỷ giá hối
đoái. Tính mới không phải là phương pháp xây dựng chỉ số mới theo như Rossi
và Sekhposyan (2015), mà là sự ứng dụng của nó để đo lường tính bất định của
tỷ giá hối đoái.: dùng để đo lường mức độ thay đổi khó lường của tỷ giá hối
đoái so với quá khứ. Sau đó, sử dụng chỉ số bất định của tỷ giá hối đoái để cung
cấp bằng chứng thực nghiệm giải thích cho sự lệch khỏi UIRP.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 2


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

 Cung cấp một lời giải thích khác cho câu đố UIRP, cụ thể là ngang giá lãi suất
không phòng ngừa (UIRP) không thể tồn tại trong môi trường có tính bất định
cao, trong khi nó có nhiều khả năng tồn tại trong môi trường có tính bất định
thấp.
Đóng góp bổ sung:
 Chỉ ra rằng những sai lệch khỏi UIRP không thể được giải thích chỉ bằng sự
khác biệt trong chính sách tiền tệ.
 Kết quả nghiên cứu thực nghiệm phù hợp với sự tồn tại của phần bù rủi ro thay
đổi theo thời gian của có khả năng dẫn đến các khủng hoảng hiếm gặp. Cụ thể
phần bù rủi ro có mối tương quan với chênh lệch lãi suất trong các giai đoạn thị
trường có tính bất định cao cao, nhưng tương quan không đáng kể trong các
giai đoạn thị trường có tính bất định thấp.
6. Kết cấu bài nghiên cứu
Kết cấu của bài nghiên cứu được phân chia theo bố cục như sau:

 Tóm tắt nghiên cứu
 Phần 1: giới thiệu nghiên cứu
 Phần 2: Dữ liệu nghiên cứu
 Phần 3: Chỉ số bất định của tỷ giá hối đoái
 Phần 4: Xem xét lại ngang giá lãi suất không phòng ngừa (UIRP)
 Phần 5: Tính bất định liệu có thể giải thích cho độ lệch khỏi UIRP hay
không?
 Phần 6: Hiệu ứng của tính bất định toàn cầu.
 Phần 7: Xem xét trên một danh mục lớn các quốc gia
 Phần 8: Kết luận
 Lời cảm ơn
 Danh mục tài liệu tham khảo

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 3


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Kết cấu của bài tiểu luận được phân chia theo bố cục như sau:
 Chương 1: giới thiệu tổng quan bài nghiên cứu
 Chương 2: Tổng quan lý thuyết về ngang giá lãi suất không phòng ngừa
UIRP
 Chương 3: Các nghiên cứu thực nghiệm về UIRP và kết quả
 Chương 4: Chỉ số bất định tỷ giá hối đoái và mối liên hệ với UIRP
 Chương 5: Hiệu ứng sự bất định toàn cầu
 Chương 6: Xem xét trên danh mục các quốc gia bổ sung
 Kết luận

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 4


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

CHƯƠNG 2
LÝ THUYẾT VỀ NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG
NGỪA UIRP
2.1. Định nghĩa về UIRP
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa UIRP phát biểu rằng, trong trường hợp không có
cơ hội mua bán chênh lệch giá, lợi nhuận từ các khoản đầu tư ở hai quốc gia nên được
cân bằng khi chúng được chuyển đổi thành cùng loại tiền; điều này hàm ý rằng sự
chênh lệch lãi suất sẽ dự đoán mức tăng hoặc giảm của tỷ giá hối đoái danh nghĩa song
phương.
2.2. Những điều kiện giả định của UIRP
UIRP tồn tại dựa trên các giả định:
 Thị trường tiền tệ cạnh tranh hoàn hảo
 Không tồn tại chi phí giao dịch
 Không tồn tại kinh doanh chênh lệch giá
 Nhà đầu tư trung lập với rủi ro
2.3 . Xây dựng công thức UIRP
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa được hình thành như sau:
Đặt:
 St :

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương tại thời điểm t

 St+h :

Tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương tại thời điểm t+h

 it+h :

Lãi suất trả cho trái phiếu trong nước với h là kỳ hạn của trái phiếu

 i*t+h :

Lãi suất trả cho trái phiếu nước ngoài với h là kỳ hạn của trái phiếu

 Et(St+h/St) : Kỳ vọng tại thời điểm t về mức thay đổi tỷ giá hối đoái giữa St+h so
với St
 st = ln (St) , st+h = ln (St+h)
Ngang giá lãi suất không phòng ngừa phát biểu rằng, trong điều kiện thị trường
hoàn hảo và tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương là St, các nhà đầu tư có

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 5


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

thể mua 1/St số lượng trái phiếu nước ngoài bằng đồng tiền nội tệ, trong đó St là
giá trị của đồng tiền ngoại tệ tính theo nội tệ tại thời điểm t . Giả sử trái phiếu
nước ngoài trả cho một đơn vị trái phiếu với lãi suất nước ngoài giữa thời điểm

t và (t+h) là i*t+h, với h là kỳ hạn của khoản đầu tư (Trái phiếu). Vào cuối kỳ, Tỷ
suất sinh lời kỳ vọng của các khoản đầu tư nước ngoài có thể chuyển đổi thành
đồng nội tệ có giá trị là St+h [(1+ i*t+h)/St . Trong trường hợp không có chi phí
giao dịch, vì không tồn tại kinh doanh chênh lệch giá, nên tỷ suất sinh lợi kỳ
vọng này phải bằng với tỷ suất sinh lợi của trái phiếu trong nước, (1+ it+h)

St+h (1+ i*t+h ) = (1+it+h)

Theo đó:

(0)

Với Et(St+h/St) : Kỳ vọng tại thời điểm t về mức thay đổi tỷ giá hối đoái giữa St+h so
với St .
Khi đó, giá trị tương lai của St+h sẽ bằng tỷ giá tại thời điểm t nhân với giá trị kỳ vọng
tại thời điểm t
Chúng ta biểu thị St+h dưới dạng: St+h = St * Et(St+h/St)
Thay vào phương trình (0) ta có: (1+ i*t+h) Et(St+h/St) = (1+it+h)
Hay: Et(St+h/St) = (1+it+h)/ (1+ i*t+h)
Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 6


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Note:
Bằng cách lấy logarit và bỏ qua bất đẳng thức Jensen, phương trình tương đương như
So sánh với cách tiếp cận trong bài học:

sau:
ef = (1+it+h)/ (1+ i*t+h) – 1 (*)*
Et(St+h/St) = Ln (1+it+h)/ (1+ i t+h)
Trong đó ef = (St+h - St)/ SLn
t : là phần trăm thay đổi của tỷ giá hối đoái.
*
Trong bài paper tác giả tiếp cậnEUIRP
st) = tỷ
it+hlệ- ithay
t(st+h – theo
t+h đổi tỷ giá hối đoái chứ không
phải là % thay đổi tỷ giá
Et(shối
st) = Do
α +đó
β (itat+hbiến
- i*t+hđổi:
)
(1)
t+h –đoái.
ef = (St+h - St)/ St = Et(St+h/St) - St/St = Et(St+h/St) – 1
Phương
cũngElà
phương trình hồi quy của*UIRP , Trong đó UIRP có tham số
Thế vàotrình
(*) ta(1)
được
t(St+h/St) – 1 = (1+it+h)/ (1+ i t+h) – 1
*
Hay:

α và β có các giá trị lý
thuyết: α = 0; βE=t(S1t+h/St) = (1+it+h)/ (1+ i t+h)

CHƯƠNG 3
CÁC NGHIÊN CỨU THỰC NGHIỆM VỀ UIRP VÀ KẾT QUẢ
3.1. Những tài liệu nghiên cứu thực nghiệm trước đây và kết quả
 Meese và Rogoff (1983a,b, 1988) – “ Empirical exchange rate models of the
seventies - Do they fit out of sample? ” : So sánh mô hình chuỗi thời gian và
mô hình cấu trúc của tỷ giá hối đoái dựa trên độ chính xác của dự báo ngoài
Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 7


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

mẫu. Và thấy rằng mô hình bước đi ngẫu nhiên có thể dự báo được tỷ giá hối
đoái của những quốc gia lớn trong giai đoạn tỷ giá hối đoái thả nổi.
 Froot và Thaler, 1990 – “Abnomalies: Foreign exchange”: Nghiên cứu của
Froot và Thaler (1990) tổng hợp kết quả của 75 nghiên cứu về UIP đã báo cáo
hệ số hồi quy β nhận giá trị âm trong phần lớn các nghiên cứu. Đối với
những nghiên cứu thu được giá trị β dương thì giá trị này cũng nhỏ hơn 1. Giá
trị trung bình của hệ số hồi quy β thu được từ các nghiên cứu về UIP là –0.88
(Froot và Thaler, 1990), cung cấp một bằng chứng mạnh mẽ chống lại lý
thuyết UIP.
 Chinn và Meredith (2004) – “Monetary Policy and Long-Horizon Uncovered
Interest Parity” : sử dụng dữ liệu theo quý của các quốc gia trong khối G-7 để
ước lượng β cho từng quốc gia trong giai đoạn từ 1980-2000. Kết quả thu được
cho thấy phần lớn các giá trị ước lượng của β nhận giá trị âm với các dữ liệu

ngắn hạn và cho rằng việc không có đủ bằng chứng thực nghiệm ủng hộ cho
UIRP là do mẫu nghiên cứu nhỏ. Tuy nhiên kết quả nghiên cứu cũng cho thấy
rằng UIRP tồn tại trong dài hạn trong mẫu dữ liệu lớn hơn mà họ nghiên cứu

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 8


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Kết quả ước lượng tham số độ dốc β – ngắn h ạn của Chinn và Meredith (2004)

Kết quả ước lượng tham số độ dốc β – dài hạn của Chinn và Meredith (2004)

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 9


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

 Lothian và Wu (2011) – “Uncovered interest-rate parity over the past two
centuries”: kiểm tra dữ liệu lịch sử từ 1800 đến 1999 của 2 cặp tiền tệ
France/UK và US/UK, và thấy rằng độ dốc hồi quy UIRP trong mẫu dài hạn là
dương đối với cả hai cặp tiền tệ và độ dốc β không khác biệt đáng kể so với giá
trị lý thuyết đối với đồng France. và mối tương quan âm lớn được quan sát thấy
trong dữ liệu nghiên cứu cuối những năm 1970 và 1980. Đây là giai đoạn mà

lạm phát có xu hướng tăng mạnh và đạt mức đỉnh điểm trong vòng 3 thập kỷ.
 Chinn và Quayyum (2013) – “Long Horizon Uncovered Interest Parity ReAssessed”: mở rộng phân tích trong Chinn và Meredith (2004) thêm một thập
kỷ và thấy rằng kết quả nghiên cứu thu được sau này cũng khá mạnh; tuy nhiên,
bằng chứng thực nghiệm yếu hơn một chút so với nghiên cứu trước, có khả
năng vì cỡ mẫu bao gồm cả thời kỳ lãi suất trái phiếu gần bằng 0 tại Nhật Bản
và Thụy Sĩ.

 Rossi (2013) – “Exchange Rate Predictability”: Bằng những những phân tích
thực nghiệm Rossi xem xét, đánh giá lại những tài liệu nghiên cứu trước đó về
dự báo tỷ giá hối đoái và làm sáng tỏ những cơ sở và phương pháp dự báo mới

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 10


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

đã được đề xuất. Từ đó cung cấp câu trả lời cho câu hỏi: Có thể dự báo tỷ giá hối
đoái hay không, và nếu có thì đó là biến nào?
KẾT LUẬN:
Nhìn chung, những bằng chứng thực nghiệm không ủng hộ UIRP. Chúng ta đều biết
rằng hằng số α là khác 0, và độ dốc β có giá trị âm hoặc gần bằng 0 hoặc đôi khi
dương quá lớn. Tương tự, những bằng chứng thực nghiệm trong ước lượng dự báo
ngoài mẫu ngoài mẫu cũng không ủng hộ UIP. Thực tế từ nghiên cứu ban đầu của
Meese và Rogoff (1983a,b, 1988), chúng ta thấy rằng phương trình Eq. (1) không thể
dự báo tỷ giá hối đoái tốt hơn so với lý thuyết bước đi ngẫu nhiên.
3.2

Kết quả hồi quy của bài nghiên cứu

Bảng A - (Table 2) : hệ số hồi quy ước lượng được từ phương trình (1) trong mẫu dữ
liệu cho thấy rằng, đối với một số quốc gia, độ dốc rất nhỏ.
 Trường hợp Thụy sĩ, Canada, và Nhật Bản: giá trị âm và khác biệt so với ý
nghĩa thống kê (=1).
 Chỉ có khối EU và nước Anh có độ dốc dương và đồng nhất với giá trị lý
thuyết của UIRP.
 Bên cạnh đó giá trị hằng số α nhỏ và không quá khác biệt so với giá trị 0 ở hầu
hết các quốc gia.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 11


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Những kết quả thu được tương tự với kết quả trong các tài liệu đã nêu, ngoại trừ những
hệ số ước lượng nhỏ hơn một chút so với những số liệu được nêu ra trong những tài
liệu nghiên cứu trước đó. (Ví dụ, Chinn và Quayyum (2013) sử dụng dữ liệu hàng quý
kéo dài năm 1975:1 - 2011:Q4 cho tập hợp các cặp tiền tệ tương tự, và họ tìm thấy
các hệ số ước lượng độ dốc

dao động từ 1,85 cho đến 2.25 ngoại trừ đồng đô la

Canada có độ dốc là 0.17).
Bởi vì một số phân tích chi tiết cho thấy rằng các giá trị âm lớn là do việc lựa chọn
mẫu Chinn và Quayyum (2013). Do đó bài báo xem xét mẫu đến 10/2011 có nghĩa là

bỏ qua 4 năm để phù hợp hơn với các mẫu được sử dụng trong Chinn và Quayyum
(2013), các hệ số ước lượng thu được là âm ở bốn trong số năm quốc gia, và các hệ số
âm này có độ lớn của giá trị tuyệt đối lớn hơn so với Full – sample. Bảng B-Table 2
So sánh kết quả trong hai bảng trong Bảng 2 cũng chỉ ra một đặc điểm thực nghiệm
quan trọng khác của UIRP: là các tham số UIRP không ổn định theo thời gian. ( Ví
dụ: Hệ số độ dốc β của dữ liệu Euro chuyển từ dương sang âm tùy thuộc vào mẫu và
mức độ thay đổi của dữ liệu Nhật Bản).
Rossi (2006) đã nghiên cứu tính bất ổn của các tham số trong các mô hình tiền tệ tỷ
giá hối đoái ( Là các mô hình giải thích biến động tỷ giá thông qua sự chênh lệch sản
lượng, tiền và lãi suất) và đã tìm thấy nhiều bằng chứng về sự bất ổn dựa trên các thử
nghiệm thông thường về tính bất ổn của tham số. Hơn nữa, bà lập luận rằng những
bằng chứng bị bác bỏ của mô hình tỷ giá hối đoái có thể là do những bất ổn của tham
số; trên thực tế, bằng cách sử dụng các thử nghiệm thay thế và mạnh hơn để đánh giá
tính nhân quả của Granger một cách mạnh mẽ đối với sự bất ổn, và bà đã phát hiện ra
rằng những dự đoán của mô hình tiền tệ đã giúp dự báo tỷ giá hối đoái tại một số thời
điểm.
Tuy nhiên, bà đã không xem xét UIRP trong phân tích của mình, vì vậy điều quan
trọng là phải điều tra xem liệu UIRP có thất bại trong dữ liệu bất chấp sự hiện diện của
sự bất ổn trong dữ liệu hay không, một câu hỏi chúng ta sẽ khám phá trong phần còn
lại.
Trước tiên, tác giả kiểm tra tính ổn định của các tham số UIRP theo thời gian bằng
cách ước tính chúng trong dữ liệu hơn 10 năm bằng kỹ thuật của sổ cuộn “ Rolling –
window” Fig. 2(a)–(e). .

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 12


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH

VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 13


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Các số liệu thừa nhận sự hiện diện của sự không ổn định của các tham số UIRP trong
toàn bộ mẫu :
 Đối với Canada, giá trị của hằng số α là nhỏ trong toàn bộ mẫu, nhưng giá trị
độ dốc β thay đổi đáng kể từ âm sang dương.
 Độ dốc β cũng thay đổi mạnh mẽ đối với EU, từ các giá trị gần bằng 0 ở đầu
mẫu đến gần bốn ở cuối mẫu.
 Trong trường hợp của Nhật Bản, hệ số gần bằng 0 đối với hầu hết tất cả các
mẫu ngoại trừ đầu và cuối mẫu.
 Thụy Sĩ và Vương quốc Anh là hai quốc gia khác có độ dốc β thay đổi mạnh mẽ
từ giá trị âm sang dương. Đối với quốc gia sau đó, hằng số cũng rất không ổn
định, đạt cả giá trị dương và âm tùy thuộc vào thời gian của mẫu
Do đó để biết được liệu sự không ổn định của các tham số có ảnh hưởng đến UIRP hay
không. Chúng tôi kiểm tra độ ổn định của các tham số thu được từ kết quả hồi quy:

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 14


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH

VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Et(st+h – st) = αt + βt (it+h - i*t+h) (2)
Trong đó hằng số , hoặc tham số độ dốc , hoặc có khả năng cả hai, có thể thay
đổi theo thời gian. Các tham số không biến đổi theo thời gian biểu hiện,:
and/or . (Giả thuyết H0 : and/or )
Bằng cách sử dụng nhóm các thử nghiệm, bao gồm thử nghiệm Tỷ lệ khả năng thích
nghi (QLR) của Andrew (1993), Andrew và Ploberger ((1994) Exponential-Wald
(Exp-W), cũng như các kiểm định của Nyblom(1989).
Kết quả thu được như sau:

 Bảng 3a báo cáo kết quả thử nghiệm độ ổn định của cả hai tham số độ dốc và
hằng số . Rõ ràng là sự ổn định bị từ chối áp đảo, với giá trị p bằng 0 trong mọi
trường hợp.

 Bảng 3b báo cáo các thử nghiệm về độ ổn định trên hằng số .. Bảng này cho
thấy rằng hằng số . không ổn định đối với hầu hết các quốc gia trừ Vương quốc
Anh.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 15


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

 Bảng 3c báo cáo các thử nghiệm về độ ổn định trên độ dốc : cho thấy độ dốc
không ổn định đối với tất cả các quốc gia, kể cả Vương quốc Anh.

Kết luận:
 Các tham số thay đổi theo thời gian, các kết quả hồi quy UIRP được trình bày
trong Bảng 2 không hợp lệ, vì chúng ta giả định rằng các tham số ổn định theo
thời gian.
Do đó chúng tôi bổ sung các thử nghiệm Exp-W*, Mean-W*, Nyblom*và QLR*do
Rossi (2005) đề xuất, là các thử nghiệm có giá trị để kiểm tra các điều kiện UIRP ở
mức αt=0 và βt=1 ngay cả khi có sự biến đổi thời gian trong các tham số.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 16


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Bảng 4a - 4c cho thấy kết quả kiểm định tính vững trong Bảng 2.
 Bảng 4a cho thấy cả hai tham số khác nhau đáng kể so với các giá trị được dự
đoán bởi UIRP;
Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 17


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

 Bảng 4b và 4c báo cáo kết quả riêng biệt cho từng tham số : và , và cho thấy sự
bác bỏ từ chủ yếu là do độ dốc khác 1, đặc biệt là đối với Canada, Vương quốc
Anh và Nhật Bản.

KẾT LUẬN:
Phân tích trong phần này cho thấy các hệ số ước tính trong hồi quy UIRP rất không ổn
định theo thời gian và UIRP không tồn tại trong dữ liệu. Tuy nhiên, phân tích không
làm sáng tỏ lý do tại sao có sự lệch khỏi UIRP theo thời gian. Phần tiếp theo sẽ giải
quyết câu hỏi quan trọng này.

CHƯƠNG 4
CHỈ SỐ BẤT ĐỊNH TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI VÀ MỐI LIÊN HỆ VỚI
UIRP
4.1. CHỈ SỐ BẤT ĐỊNH VÀ PHƯƠNG PHÁP XÂY DỰNG CHỈ SỐ BẤT ĐỊNH
CỦA TỶ GIÁ HỐI ĐOÁI
4.1.1. Tổng quan về chỉ số bất định
Một số bài báo nghiên cứu gần đây đã phân tích những ảnh hưởng của tính bất định
đến kinh tế vĩ mô:
 Bloom (2009) – “The Impact of Uncertainty Shocks” : đo lường tính bất định
bằng sự biến động của thị trường tài chính.

 Ozturk và Sheng (2016) – “Measuring Global and Country - specific
Uncertainty”: sử dụng dự báo khảo sát để đo lường tính bất định của nền kinh
tế vĩ mô toàn cầu và từng quốc gia cụ thể.
 Rossi et all (2016) - “Understanding the Sources of Macroeconomic
Uncertainty” : sử dụng dự báo mật độ khảo sát để tìm hiểu các nguyên nhân
tạo nên tính bất định của nền kinh tế vĩ mô.
Tuy nhiên, khác với những nghiên cứu trên, chúng tôi tập trung vào tính bất định của
tỷ giá hối đoái. khi những tài liệu nghiên cứu về mối quan hệ giữa tỷ giá hối đoái và
tính bất định vẫn còn khá hạn chế.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 18

Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

 Những người nghiên cứu trước đây đã nghiên cứu rủi ro của kinh doanh chênh
lệch lãi suất vượt mức tác động đến rủi ro cơ bản của nền kinh tế vĩ mô toàn
cầu. thước đo của họ về tính bất định của nền kinh tế vĩ mô toàn cầu được xác
đinh như là độ lệch liên tiếp trong tỉ lệ sinh lợi bình quân có điều kiện về mức
chênh lệch thất nghiệp (unemployment gap).
 Bergand Mark (2016) và Mueller et al. (2016): nghiên cứu mối quan hệ giữa
các chiến lược giao dịch trên thị trường tỷ giá hối đoái và tính bất định.
 Mueller et al. (2016) - “Exchange Rates and Monetary Policy Uncertainty” :
đã nghiên cứu xem liệu rằng các chiến lược giao dịch ngắn hạn đối với một loại
tiền tệ và dài hạn đối với các loại tiền tệ khác có thu được lợi nhuận vượt mức
đáng kể những ngày công bố thông tin của FOMC hay không, và nhận thấy
rằng khi tính bất định của chính sách tiền tệ cao hơn thì lợi nhuận thặng dư đạt
được cũng cao hơn.
 Menkoff và cộng sự. (2012) – “Carry trades and global foreign exchange
volatility” : đề xuất một yếu tố rủi ro mới có khả năng giải thích lợi nhuận vượt
mức tại một thời điểm (Cross-section): biến động rủi ro tỷ giá hối đoái toàn
cầu; họ thấy rằng tiền tệ có lãi suất cao có mối tương quan nghịch với biến
động tỷ giá hối đoái toàn cầu, và do đó mang lại lợi nhuận thấp tại thời điểm
biến động tỷ giá cao bất ngờ, trong khi tiền tệ lãi suất thấp mang lại lợi nhuận
dương.
 Belke và Kronen (2015) – “Exchange Rate Bands of Inaction and Playhysteresis in Euro Area Exports – the Role of Uncertainty”: phân tích vai trò
của tính bất định trong việc giải thích các khoảng tỷ giá không hiệu quả
(exchange rate bands of inaction) và ảnh hưởng của chúng đối với xuất khẩu.
Tương tự như những đóng góp này, bài báo của chúng tôi cũng nghiên cứu tác động
của tính bất định đến thị trường tỷ giá hối đoái, nhưng thay vì giải thích mức lợi nhuận

thặng dư lớn của chiến lược kinh doanh chênh lệch giá tiêu biểu tại một thời điểm
hoặc những biến động trong xuất khẩu mà tập trung vào giải thích câu đố UIRP.
4.1.2. Xây dựng chỉ số bất định của tỷ giá hối đoái

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 19


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Liên quan đến tính bất định của tỷ giá hối đoái, đã có một số phương pháp và chiến
lược để xây dựng chỉ số bất định của tỷ giá hối đoái:
 Bloom (2009) đã đề xuất đo lường tính bất định của nền kinh tế vĩ mô thông
qua sự biến động của giá cổ phiếu
 Baker et al. (2016) đưa ra phương pháp đo lường tính bất định của chính sách
kinh tế vĩ mô

 Jurado etal. (2015) và Ludvigson et al. (2015) đề xuất đo lường tính bất định
bằng sự biến động thời gian của các sai số dự báo trong việc dự báo các biến tài
chính vĩ mô.
 Scotti (2016) đo lường tính bất định thông qua những thông cáo tin tức của nền
kinh tế vĩ mô
 Rossi và Sekhposyan (2015) xây dựng Chỉ số bất định bằng cách so sánh các
sai số dự báo thực hiện của các biến mục tiêu với sự phân phối sai số dự báo vô
điều kiện của các biến tương tự, cho biết rằng nếu sai số dự báo thực hiện quan
sát được nằm ở phần đuôi của phân phối thì rất khó để dự đoán, do đó, một môi
trường như vậy được coi là hết sức bất ổn. Một trong những lợi thế của chỉ số
Rossi và Sekhposyan (2015) là nó tính đến sự bất đối xứng hay nói cách khác

nó có thể tách riêng nhận định sự khác nhau giữa tính bất định vì tỷ giá hối đoái
cao–thấp một cách bất ngờ – một đặc trưng quan trọng là nó không bị phân phối
bởi chỉ số bất định dựa trên sự biến động của sai số dự báo.
Chúng tôi xây dựng chỉ số tính bất định của tỷ giá hối đoái giống với phương pháp của
Rossi và Sekhposyan (2015): dựa trên những sai số dự báo của kỳ hạn cố định từ các
cuộc khảo sát được thực hiện bởi Consensus Economics, Chỉ số bất đinh được dự báo
hàng tháng cho các kỳ hạn ba tháng do đó sự khác biệt về lãi suất sẽ dựa trên lãi suất
kỳ hạn 3 tháng.



St : tỷ giá hối đoái danh nghĩa song phương giữa 1 quốc gia và Mỹ tại thời điểm t

 st = ln (St)

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 20


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA



h là thời điểm xuất hiện sai số dự báo trước về mức tăng lên của tỷ giá hối đoái
giữa thời điểm t và t+h



Et(St+h/St) : Kỳ vọng tại thời điểm t về mức tăng tỷ giá hối đoái giữa St+h so với
St

 et+h : sai số dự báo về mức tăng lên của tỷ giá hối đoái giữa thời điểm t và t+h


p(e) : sự phân phối sai số dự báo vô điều kiện

Khi đó, tỷ giá hối đoái tại thời điểm h là St+h sẽ bằng St nhân với giá trị kỳ vọng tại
thời điểm t nhân với sai số dự báo: St+h = St * Et(St+h/St) *

Lấy logarit hai vế ta được công thức:

et+h

et+h = (st+h – st) – Et (st+h – st)

Chỉ số của Rossi và Sekhposyan (2015) được dựa trên việc tính tích phân của sai sộ dự
báo tại mức sai số dự báo tính được, et+h: Ut+h= .
Một giá trị lớn của chỉ số này ngụ ý rằng giá trị tính toán được của tỷ giá hối đoái rất
khác so với giá trị mong đợi. Cụ thể, với một giá trị tính được lớn hơn (hay nhỏ hơn)
so với giá trị kỳ vọng là 0.5 sẽ đo lường được một cú sốc tích cực hoặc tiêu cực. Nhìn
chung Chỉ số tính bất định của tỷ giá hối đoái không phân biệt giữa những cú sốc tích
cực và tiêu cực bởi vì:

U*t+h = +
Giá trị của U*t+h gần với giá trị 1 cho thấy tính bất định cao, trong khi giá trị gần
0.5 cho thấy tính bất định thấp.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 21


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

Hình 1 vẽ đồ thị thể hiện tính bất định của tỷ giá hối đoái của các quốc gia mà chúng
tôi đã khảo sát. Những biểu hiện biến động theo thời gian của chỉ số bất định phù hợp
với một số sự kiện ảnh hưởng đến các quốc gia này theo thời gian. Ví dụ,
 Tập trung vào thị trường EU, hai giai đoạn có sự bất định cao là cuộc khủng
hoảng tài chính gần nhất dễ dàng thấy được; chúng liên quan đến hai cuộc suy
thoái gần đây trong khu vực Châu Âu; Lần đầu tiên từ Qúy 1/2008: đến Qúy
2/2009 và lần thứ hai từ năm Qúy 3/2011 đến Qúy 1/ 2013. Cụ thể, cuộc khủng
hoảng nợ Châu Âu cho thấy một xu hướng gia tăng sự tính bất định trong khối
EU kể từ giữa năm 2011. Một mẫu tương tự ảnh hưởng đến nước Anh trong
cùng thời kỳ đó.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 22


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

 Cũng lưu ý rằng xu hướng gia tăng tính bất định có thể nhìn thấy ở Canada
trong cuộc khủng hoảng tài chính của Mỹ bắt đầu vào năm 2007.
 Cuối cùng, một sự kiện đáng chú ý diễn ra vào năm 2006 là Ngân hàng của
Nhật tăng lãi suất lần đầu tiên sau nhiều năm, đó có thể là nguyên nhân làm

cho tính bất định tăng lên mạnh mẽ trong khoảng giữa năm 2006.
4.2. CHỈ SỐ BẤT ĐỊNH VÀ UIRP
Ở phần trước, kết quả thực nghiệm cho thấy các hệ số UIRP khác với giá trị lý thuyết
và không ổn định theo thời gian. Chúng tôi cho rằng tính bất định là một trong những
nguyên nhân gây ra sự sai lệch so với mô hình lý thuyết: Các hệ số hồi quy thu được
nhiều khả năng gần với giá trị lý thuyết trong thời điểm tính bất định thấp và sẽ thay
đổi khi tính bất định cao.
Như đã thảo luận ở phần 3, một cách giải thích cho vấn đề UIRP là lý thuyết phần bù
rủi ro mà cụ thể là sự tồn tại phần bù rủi ro thay đổi theo thời gian. Một số công trình
lý thuyết điển hình gần đây như:
 Các thảm họa hiếm gặp: Farhi và Gabaix, (2016); Brunnermeier et al.,
(2009):
 Thói quen: Verdelhan, (2010) – “A Habit‐Based Explanation of the Exchange
Rate Risk Premium”.

 Rủi ro dài hạn liên quan đến một thành phần nhỏ có thể dự đoán được trong
tăng trưởng tiêu dùng: Colacito and Croce, (2011). “Risks for the long run
and the real exchange rate”.
Kết quả thực nghiệm của chúng tôi hỗ trợ thực nghiệm tiềm năng có lợi cho Farhi và
Gabaix (2016): Các thảm họa hiếm gặp bất ngờ sẽ làm tăng chỉ số bất định. Hơn nữa,
một thảm họa hiếm gặp kỳ vọng xảy ra nhưng nó lại không xảy ra cũng sẽ làm tăng
chỉ số bất định. Do đó, vào những thời điểm hiếm gặp chỉ số bất định tăng và nhiều
khả năng UIRP không giữ được, trong khi ở trạng thái bình thường, chỉ số bất định
thấp, nhiều khả năng UIRP tồn tại.
Một phân tích trực quan về mối quan hệ giữa tính bất định và các giá trị ước tính theo
thời gian của các tham số UIRP được trình bày trong Hình 2. Các bảng trên cùng
trong Hình 2 cho thấy các giá trị ước tính theo thời gian của các tham số trong khi các

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 23


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

bảng dưới cùng hiển thị chỉ số bất định cho từng quốc gia; các bảng dưới cùng biểu thị
chỉ số tính bất định về tỷ giá hối đoái, U*t+h. Hình vẽ cho thấy có sự tương quan giữa
tính bất định và hệ số UIRP đối với hầu hết các quốc gia: về cơ bản khi tính bất định ở
mức cao, có nhiều sai lệch khỏi UIRP, cả về độ lệch của α so với giá trị 0 cũng như độ
lệch của β so với giá trị 1. Ví dụ:
 Trường hợp của Thụy Sĩ (được mô tả trong hình 2d) là trường hợp điển hình:
Chúng ta có thể dễ dàng thấy được độ dốc β và hệ số chặn α đều có giá trị âm
trong giai đoạn đầu tiên của mẫu và đây cũng là giai đoạn có tính bất định là
cao nhất.
 Trong trường hợp của Vương quốc Anh và Canada (được mô tả trong hình 2e
và a, tương ứng), độ dốc β tiến gần với giá trị lý thuyết (=1) trong khoảng thời
gian từ 2005-2008, đúng với thời điểm có tính bất định là thấp nhất và khác
biệt lớn so với giá trị lý thuyết trong giai đoạn đầu (khi độ dốc âm) và về cuối
mẫu (khi độ dốc dương và lớn), khi tính bất định là cao nhất.
 Đối với EU, được mô tả trong hình 2(b), tính bất định cao đối với hầu hết các
mẫu mà chúng tôi xem xét.
 Cuối cùng, trường hợp của Nhật Bản (được mô tả trong hình 2c) cũng vậy, cả
độ dốc β và hệ số chặn α đều âm ở giai đoạn đầu mẫu, khi mà tính bất định
thường ở mức cao.
4.2.1. Mô hình hồi quy
Từ những phân tích trên, chúng tôi dựa vào mô hình hồi quy (2), nhưng lần này chúng
tôi xét thêm chỉ số bất định như là một biến giả như sau:
Et  st  h  st   1  1  dt   1  1  dt   it  h  it* h    2 dt   2 dt  it  h  it* h 

 3

Trong đó: dt = 1 nếu tính bất định cao (chiếm 25% giá trị cao nhất trong tập giá trị của
*

tính bất định U t  h ) và dt = 0 nếu tính bất định thấp.
Mô hình này hàm ý:
+ Nếu dt = 1 (tính bất định cao) thì mô hình trở thành:
Et  st  h  st    2   2  it  h  it* h 

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 24


Paper 3: TÍNH BẤT ĐỊNH
VÀ SỰ LỆCH KHỎI NGANG GIÁ LÃI SUẤT KHÔNG PHÒNG NGỪA

+ Nếu dt = 0 (tính bất định thấp) thì mô hình trở thành:
Et  st  h  st   1  1  it  h  it* h 
4.2.2. Kết quả hồi quy
Hồi quy mô hình (3) thu được kết quả trong bảng 5

Kết quả cho thấy bằng chứng rất yếu ủng hộ cho tồn tại UIRP trong giai đoạn tính bất
định cao và mạnh hơn đáng kể trong giai đoạn tính bất định thấp. Cụ thể hơn:
 Ở Switzerland: 2, 2 < 0 và có giá trị tuyệt đối lớn. Vì 2, 2 lần lượt là các hệ
số chặn và hệ số góc của UIRP trong giai đoạn tính bất định cao nên kết quả
này cho thấy có sự sai lệch lớn so với giá trị lý thuyết trong giai đoạn độ bất
định cao. Tuy nhiên, trong giai đoạn độ bất định thấp thì 1 gần 0 và 1 gần 1
(gần giá trị lý thuyết). Sự khác biệt so với giá trị lý thuyết không có ý nghĩa

thống kê, tức là sự sai lệch này không đáng kể.
 Ở Japan: 2 ≠ 1 có ý nghĩa thống kê và chuyển từ giá trị âm ở giai đoạn tính bất
định cao sang giá trị gần 1 trong giai đoạn tính bất định thấp. Hơn nữa 1 ≠ 1
không có ý nghĩa thống kê.

Tài Chính Quốc Tế – K28 – Nhóm 6

Trang 25